于鑫悅 陰夢巖 趙亞飛 辛素飛

摘?要?運用橫斷歷史研究的方法，對2005～2017年間120篇采用大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表（LBSCS）測查大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的調(diào)查報告（共55510名被試）進行元分析，來考察我國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平隨年代的變化趨勢。結(jié)果表明：（1）大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠均值與年代呈顯著正相關(guān)，這說明近13年來我國大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平在逐年提高。（2）當(dāng)年和三年前的家庭規(guī)模數(shù)與大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠均值呈顯著負相關(guān)，說明家庭規(guī)模數(shù)可能是預(yù)測大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的重要因素。（3）男生和女生的學(xué)習(xí)倦怠均值得分與年代均呈顯著正相關(guān)，學(xué)習(xí)倦怠均值得分的性別差異不顯著。

關(guān)鍵詞?學(xué)習(xí)倦怠;大學(xué)生;橫斷歷史研究;元分析;社會變遷

分類號?B842.3

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.02.002

1?引言

隨著我國高校的擴招，高等教育逐漸趨向大眾化，大學(xué)生所面臨的競爭壓力逐漸增大，相當(dāng)一部分學(xué)生認為學(xué)習(xí)不再是讓他們獲得成功的必然途徑，因此其學(xué)習(xí)動力、對所學(xué)專業(yè)的興趣以及對學(xué)習(xí)活動的積極性都有所下降，出現(xiàn)了學(xué)習(xí)倦怠問題（劉羅， 周海花， 李思瑤， 王振， 滕保艷， 2018; 鄒媛園， 2011）。學(xué)習(xí)倦怠的概念是根據(jù)職業(yè)倦怠的研究提出的（劉俊英， 2010; 溫穎， 2015; 肖靜， 汪菲， 葛華， 李富業(yè)， 連玉龍， 2013），而且有研究表明，我國教師群體的職業(yè)倦怠水平在逐年升高（劉賢敏， 周炎根， 曹艷杰， 張巖， 2014），那么大學(xué)生群體的學(xué)習(xí)倦怠情況又是如何隨年代變化的呢？這是本研究主要探討的問題。

學(xué)習(xí)倦怠（learning burnout）是指由于學(xué)習(xí)壓力或缺乏學(xué)習(xí)興趣而對學(xué)習(xí)感到厭倦的消極態(tài)度和行為，是一種消極學(xué)習(xí)心理（連榕， 楊麗嫻， 吳蘭花， 2006）。對于大學(xué)生而言，學(xué)習(xí)仍是其主要任務(wù)，但當(dāng)今大學(xué)生的學(xué)習(xí)情況不容樂觀，越來越多的大學(xué)生產(chǎn)生學(xué)習(xí)倦怠問題，具體表現(xiàn)為沮喪、焦慮、冷漠、無力等負面學(xué)習(xí)態(tài)度以及逃課、考試作弊、沉迷游戲等消極學(xué)習(xí)行為（丁園園， 陳瑩， 2011; 牛春娟， 武雪姣， 陳曉梅， 張璐琨， 鄭奧文， 2013）。學(xué)習(xí)倦怠現(xiàn)象不僅困擾著大學(xué)生的學(xué)習(xí)生活甚至使其面臨退學(xué)的威脅，而且還會影響到他們的心理健康（李雪， 2012; 王世嫘， 2009; 許有云， 2007）。因此對學(xué)習(xí)倦怠這種常見的消極學(xué)習(xí)心理進行研究，以促進大學(xué)生積極學(xué)習(xí)心理品質(zhì)的形成以及高等教育質(zhì)量的提高，是非常必要的。

目前國內(nèi)關(guān)于學(xué)習(xí)倦怠的研究大多采用的是連榕等（2006）編制的大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表（Learning Burnout Scale of College Students， LBSCS），該量表具有較好的信效度，且已經(jīng)在國內(nèi)得到廣泛的應(yīng)用（郭彩琴， 肖海雁， 馬存銀， 2009; 楊紅君等， 2013; 張恒， 易玉屏， 2018）。因此，在本研究中，我們將選取大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表作為主要的測量工具，并用該量表總分作為衡量我國大學(xué)生群體學(xué)習(xí)倦怠水平高低的重要指標(biāo)。

已有研究發(fā)現(xiàn)，我國大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠問題較為普遍且處于中等水平（崔風(fēng)波， 王曉俊， 2014; 楊濱妮， 余思海， 曾欣虹， 陳妮婭， 2011; 楊丹， 梁三才， 吳海梅， 2016）。并且，有研究表明大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠與社會支持呈顯著負相關(guān)（龐智輝， 游志麒， 周宗奎， 范翠英， 李曉軍， 2010; 于丹丹， 趙海楠， 2018），而大學(xué)生的社會支持水平在逐年降低（Xin & Xin， 2016），那么在同一時代背景下大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平是否會呈現(xiàn)上升趨勢呢？為此，我們擬采用橫斷歷史的元分析（cross-temporal meta-analysis，又稱“橫斷歷史研究”）方法來探究這一問題。

橫斷歷史的元分析方法最早由美國學(xué)者Jean M. Twenge教授提出并在一系列實證研究中使用（Twenge， 1997， 2000; Twenge & Campbell， 2001; Twenge & Foster， 2010），其原理是利用橫斷研究“設(shè)計”的思路（首先搜集到歷史上各個時間點使用同一種測量工具獲得的關(guān)于同類人群心理指標(biāo)的數(shù)據(jù)或文獻資料，然后將這些文獻按照時間順序連綴起來，形成關(guān)于歷史的橫斷取樣）對大跨度時間內(nèi)的某一心理指標(biāo)隨年代的變化趨勢進行分析，同時還可以通過代表性社會指標(biāo)與心理指標(biāo)的關(guān)系解釋社會變遷如何影響個體心理發(fā)展（池麗萍，辛自強， 2020; 辛自強， 池麗萍， 2008）。目前我國已開展了一系列針對大學(xué)生群體不同心理指標(biāo)（心理健康、孤獨感、社會支持和信任等）變遷的橫斷歷史研究（辛素飛， 劉麗君， 2019; 辛自強， 張梅， 何琳， 2012; Xin & Xin， 2016， 2017）。這些研究均表明，我國大學(xué)生的不同心理指標(biāo)隨年代的變化趨勢大都較為明顯，且社會變遷會對其心理變化產(chǎn)生重要影響。因此，我們擬采用這種方法探討我國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平隨年代的變化趨勢。

綜上所述，本研究將采用橫斷歷史的元分析方法將近13年來孤立發(fā)表的大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表調(diào)查結(jié)果按照時間順序加以連貫，通過量表總分均值的變化來從宏觀上揭示大學(xué)生整體以及不同性別大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠隨年代的縱向變化趨勢。同時，還將運用滯后相關(guān)分析的思路考察有代表性的社會指標(biāo)（如家庭規(guī)模數(shù)）對大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的預(yù)測作用。此外，還采用一般元分析方法進一步探究男生和女生在學(xué)習(xí)倦怠得分上是否有顯著差異。目前，盡管研究者們已經(jīng)對不同性別大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠狀況進行了大量實證研究，但是也呈現(xiàn)出了不一致的結(jié)論。例如，有一些研究發(fā)現(xiàn)男生的學(xué)習(xí)倦怠水平顯著高于女生（高園園， 李海洋， 宋言靜， 2018; 馬憶萌， 孟勇， 徐金英， 2014），也有部分研究發(fā)現(xiàn)女生的學(xué)習(xí)倦怠水平高于男生（汪利鴻， 2017），另外還有研究認為男女生學(xué)習(xí)倦怠水平?jīng)]有顯著差異（安桂花， 于秀娟， 師玉生， 2013; 劉正之， 李國忠， 朱丹， 袁際學(xué)， 楊孟莊， 2016）。因此，本研究希望通過一般元分析的方法對不同性別大學(xué)生在學(xué)習(xí)倦怠得分上的差異做出全面客觀的判斷，來解決以往不同的研究結(jié)果引起的爭論問題。

2?研究方法

2.1?研究工具

大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表是由連榕等（2006）編制而成，共20道題目，分為3個維度，即情緒低落、行為不當(dāng)、成就感低，3個分量表題目得分相加為學(xué)習(xí)倦怠總分，采用從“完全不符合”到“完全符合”5級計分。在本研究中，我們采用學(xué)習(xí)倦怠總分作為衡量大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平高低的量化指標(biāo)，得分越高，表示學(xué)習(xí)倦怠程度越嚴重。目前，已有大量研究表明該量表具有較好的信效度，并被廣泛應(yīng)用于對我國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的研究之中（郭彩琴等， 2009; 張恒， 易玉屏， 2018）。

2.2?文獻搜集的標(biāo)準(zhǔn)與結(jié)果

借鑒以往研究的經(jīng)驗（辛自強等， 2012），并結(jié)合本研究要探討的問題，本研究制定的文獻篩選標(biāo)準(zhǔn)如下：所有文獻均使用大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠量表;研究對象必須為中國內(nèi)地大學(xué)本科生;報告了均值、標(biāo)準(zhǔn)差和樣本量;測試時間必須是“平時”，考試周期間等特殊時間段施測的排除在外;搜集時間截止為2018年12月;相同作者使用同一批數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的多篇文獻，只能選用數(shù)據(jù)完整且發(fā)表時間最早的一篇參與元分析。

在中國知網(wǎng)、維普資訊和萬方等中文數(shù)據(jù)庫中，分別以“青少年”“大學(xué)生”“學(xué)習(xí)倦怠”“學(xué)習(xí)態(tài)度”等詞匯進行全文檢索。由于采用的是2006年編制的量表，所以搜集的起始年為2006年，通過上述標(biāo)準(zhǔn)篩選文獻，最終共得到發(fā)表在2007至2018年間的120篇符合要求的文獻。參照以往橫斷歷史研究的慣例，除注明具體數(shù)據(jù)收集年代（下文簡稱“年代”）的文獻，其余文獻的年代均按照“發(fā)表年代-2”的方式計算（辛自強， 張梅， 2009; Twenge & Campbell， 2001）。因此，本研究中數(shù)據(jù)的收集年代為2005至2017年，共涉及55510名大學(xué)生。文獻的具體情況如表1所示。

2.3?文獻編碼與數(shù)據(jù)整理

按照以往橫斷歷史研究的慣例（辛自強， 張梅， 2009; Twenge， 2000），本研究在建立數(shù)據(jù)庫時，首先，把每篇文獻的基本數(shù)據(jù)（發(fā)表年代、數(shù)據(jù)收集年代、均值、標(biāo)準(zhǔn)差和樣本量等）錄入數(shù)據(jù)庫。然后，再把文獻中含有被試性別的分組報告結(jié)果（如表1所示）作為子研究錄入數(shù)據(jù)庫。最后，對文獻的其他信息（如文獻所發(fā)期刊類型和被試所在地區(qū)等）進行編碼，具體編碼見表2。

2.4?社會指標(biāo)的選取依據(jù)與數(shù)據(jù)來源

橫斷歷史研究除了可以描述心理變量隨年代的變化趨勢外，還可以將社會變遷層面的宏觀變量與個體心理發(fā)展層面的微觀變量連接起來，它假定社會統(tǒng)計指標(biāo)可以作為社會文化環(huán)境的體現(xiàn)，且可以部分地解釋個體心理量的變化（辛自強， 池麗萍， 2008; Twenge， 2000）。因此，通過直接相關(guān)或滯后相關(guān)的思路分析有代表性的社會指標(biāo)與學(xué)習(xí)倦怠狀況之間的關(guān)系便可以解釋社會文化環(huán)境變遷對大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠狀況的“影響”。例如，如果當(dāng)年或三年前的社會指標(biāo)與心理變量（學(xué)習(xí)倦怠得分）的相關(guān)顯著，那么可以說明社會變遷對大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠具有一定的“影響”。

綜合以往有關(guān)大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠影響因素的文獻發(fā)現(xiàn)，社會支持對大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠具有重要的影響。雖然目前已有大量研究證實了大學(xué)生感知到的社會支持水平對學(xué)習(xí)倦怠水平具有顯著的負向預(yù)測作用（李彩超， 陳昕， 劉慧晨， 朱潔玉， 2014; 李西營， 宋嫻嫻， 郭春濤， 2009; 于丹丹， 趙海楠， 2018），但大都關(guān)注的是主觀心理層面上的社會支持，缺少考察宏觀社會層面的社會支持對其學(xué)習(xí)倦怠水平影響的研究。因此，在本研究中我們擬選取家庭規(guī)模數(shù)（即家庭成員的數(shù)目，反映子女所接受到來自家庭的支持程度）作為衡量我國大學(xué)生所感受到的宏觀社會支持方面的指標(biāo)，并且考察其對大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的“預(yù)測”作用。這一社會指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局（2018）發(fā)布的《中國統(tǒng)計年鑒》。

3?研究結(jié)果

3.1?大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠隨年代的整體變化

為探討我國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠隨年代的變化趨勢，本研究以年代為橫坐標(biāo)，學(xué)習(xí)倦怠總分的均值為縱坐標(biāo)繪制散點圖（見圖1）。我們通過對散點圖的直觀判斷發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠總分均值隨年代呈上升趨勢。這表明，2005至2017年間我國大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平是逐年上升的。

為了對大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平隨年代的變化趨勢進行準(zhǔn)確量化，我們將年代與學(xué)習(xí)倦怠總分均值進行了相關(guān)分析，結(jié)果表明，學(xué)習(xí)倦怠總分均值與年代呈顯著正相關(guān)（r=0.22，p<0.05）。此外，為了進一步探究年代對大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的預(yù)測作用，我們采用以往研究者（Twenge & Im， 2007; Xin & Xin， 2016）的數(shù)據(jù)處理方法，將年代作為自變量、學(xué)習(xí)倦怠均值得分作為因變量進行回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在控制樣本量后，年代對學(xué)習(xí)倦怠總分均值的預(yù)測作用顯著（β=0.30， p<0.01，R2=0.09）。綜合上述結(jié)果可知，從2005至2017年，我國大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平逐年提高。

為了求得13年來大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分均值的變化量，我們根據(jù)以往研究的做法（Twenge & Im， 2007; Xin & Xin， 2016），利用回歸方程和研究樣本的平均標(biāo)準(zhǔn)差進行分析，通過計算效果量d來衡量，計算公式為：d=（M2017-M2005） /MSD， 其中MSD是13年來的平均標(biāo)準(zhǔn)差。首先，以學(xué)習(xí)倦怠總分均值為因變量，以年代為自變量，對樣本量進行加權(quán)，從而建立回歸方程y=Bx+C。其次，分別將年代2005和2017代入回歸方程獲得起止年的平均分M2005和M2017。最后，計算M2005和M2017之差，再除以13年間的平均標(biāo)準(zhǔn)差MSD，即可得到d值。經(jīng)計算表明，2005年的學(xué)習(xí)倦怠總分均值為56.22，2017年的學(xué)習(xí)倦怠總分均值為58.50，13年間大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分平均值上升了2.28分，平均標(biāo)準(zhǔn)差（MSD）為10.04， 效果量（d）達到0.23。 根據(jù)Cohen（1977）的建議：d值（絕對值）為0.80屬于“大效果量”，0.50屬于“中等效果量”，0.20屬于“小效果量”，可知學(xué)習(xí)倦怠總分均值的變化量為小效果量。這說明，13年來我國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平是在緩慢升高。

3.2?大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平與社會指標(biāo)之間的關(guān)系

由上述結(jié)果可知，2005至2017年間我國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平呈逐年上升的趨勢，這種趨勢是否與社會變遷有關(guān)呢？如前文所述，大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分均值與社會指標(biāo)之間的相關(guān)可以對其進行解釋。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)年的家庭規(guī)模數(shù)對大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分均值的得分具有顯著負向預(yù)測作用（β=-0.20，p<0.05），即社會指標(biāo)得分越低，學(xué)習(xí)倦怠總分均值的得分就越高。為了進一步說明宏觀社會變遷對大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的“影響”，按照以往研究的做法（辛自強， 張梅， 2009），本研究采用滯后相關(guān)的思路將歷年的學(xué)習(xí)倦怠總分均值與三年前的社會指標(biāo)進行匹配求相關(guān)。結(jié)果表明，三年前的家庭規(guī)模數(shù)的變化能顯著負向預(yù)測大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分均值的變化（β=-0.31，p<0.01）。綜合上述結(jié)果可知，我國家庭規(guī)模數(shù)的減少可以較好地解釋大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的上升。

3.3?男生與女生學(xué)習(xí)倦怠水平隨年代的變化及差異

我們根據(jù)文獻搜集標(biāo)準(zhǔn)（提供男女大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分的均值和標(biāo)準(zhǔn)差），結(jié)合87篇報告了性別子研究的文獻（包括15849名男生和22766名女生，數(shù)據(jù)收集年代跨度為2005至2017年），對男生和女生學(xué)習(xí)倦怠總分均值分別進行橫斷歷史的元分析。從散點圖（圖2、圖3）可以粗略地看出，男生和女生的學(xué)習(xí)倦怠總分均值得分都隨年代呈上升趨勢。這表明男生和女生學(xué)習(xí)倦怠水平都是逐年上升的。

為進一步量化這種關(guān)系，本研究按照上述做法，將年代分別與不同性別大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠總分均值進行回歸分析，結(jié)果表明，年代均能顯著正向預(yù)測男生（β=0.22，p<0.05， R2=0.05）和女生的學(xué)習(xí)倦怠水平（β=0.34，p<0.01， R2=0.12）。此外，為了計算不同性別大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分均值的變化量，根據(jù)上述做法求得，男生和女生的學(xué)習(xí)倦怠總分均值分別增加了0.17和0.30個標(biāo)準(zhǔn)差。由此可知，女生的學(xué)習(xí)倦怠水平上升的趨勢更為明顯。

盡管女生的學(xué)習(xí)倦怠水平隨年代的上升趨勢更明顯，但實際上這一時期男生與女生學(xué)習(xí)倦怠總分均值的得分誰更高呢？為此，我們采用一般元分析的思路，將男生作為實驗組，女生作為對照組，計算性別差異的總體平均效果量d。具體公式為：=ΣWidi/ΣWi;Wi=2Ni/（8+d2i）; d=（M女-M男）/SD; SD=[（ne-1）S2e+（nc-1）S2c]/（ne+nc-2）。 其中，ne和nc分別為男生和女生的樣本量，Se和Sc分別為兩組的標(biāo)準(zhǔn)差，SD為兩組的合成標(biāo)準(zhǔn)差，M男與M女分別為男生和女生學(xué)習(xí)倦怠總分的均值，Wi是各研究的權(quán)數(shù)，Ni為各研究的樣本量，d為每一篇文獻的效果量。經(jīng)計算，大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠性別差異的總體平均效果量為-0.16，即男生比女生有相對較高的學(xué)習(xí)倦怠水平。但是根據(jù)Cohen（1977）的標(biāo)準(zhǔn)，大學(xué)生性別差異的平均效果量低于小效應(yīng)，即大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠得分的性別差異并不顯著。

4?討論

4.1?大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平在13年間不斷提高

本研究對2005至2017年間120篇測查中國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的文獻進行橫斷歷史的元分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠得分整體呈上升趨勢（即我國大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平在逐年上升）。從整體變化幅度來看，近13年來大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠得分上升了0.23個標(biāo)準(zhǔn)差，這與以往關(guān)于教師職業(yè)倦怠變遷的研究結(jié)論（2001至2011年間上升了0.37～1.27個標(biāo)準(zhǔn)差）相一致（劉賢敏等， 2014）。雖然這兩項研究所涉及的群體不同，但學(xué)習(xí)倦怠是基于職業(yè)倦怠而提出來的，因此教師職業(yè)倦怠的變遷結(jié)果對本研究具有一定的參考價值。

4.1.1?大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平上升的外部社會因素

本研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)年和三年前的家庭規(guī)模數(shù)能顯著負向預(yù)測大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的得分?？傮w來說，家庭規(guī)模數(shù)這一社會指標(biāo)可能是預(yù)測我國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平上升的重要因素，即當(dāng)前我國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的提升可能是由社會變遷帶來的家庭規(guī)模數(shù)的減少引起的。具體來說，我國家庭規(guī)模數(shù)逐年減少，說明大學(xué)生所獲得的來自家庭各方面的支持可能會減少，獲得較低社會支持的學(xué)生更傾向于消極應(yīng)對方式，從而導(dǎo)致逃學(xué)、厭學(xué)等消極學(xué)習(xí)行為或情感的出現(xiàn)（龐智輝等， 2010），因此大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平在逐年上升。

4.1.2?大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平上升的其他可能的內(nèi)部心理因素

學(xué)習(xí)倦怠作為個體的一種主觀心理感受，其水平的高低通常會受許多個體內(nèi)部心理因素的影響。綜合已有研究發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的上升，可能與以下幾個方面有關(guān)。

第一，這可能與其避免失敗動機水平的上升有關(guān)。有研究表明，大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平與成就動機的避免失敗因子呈顯著正相關(guān)（金春權(quán)， 2014; 鄒媛園， 魏書堂， 2016）。當(dāng)個體傾向于避免失敗時，個體會因為害怕失敗而更加回避或遠離學(xué)習(xí)，很少會付諸行動來改變此狀態(tài)，因此，個體的學(xué)習(xí)倦怠水平便會上升（楊丹等， 2016）。而依據(jù)對我國大學(xué)生成就動機的橫斷歷史研究可知，近年來我國大學(xué)生成就動機的避免失敗因子與年代呈顯著正相關(guān)（辛素飛， 王一鑫， 2019）。也就是說，大學(xué)生避免失敗動機水平的逐年增長可能會使學(xué)習(xí)倦怠水平升高，從而可能使其學(xué)習(xí)倦怠水平呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢。

第二，這可能與其社會支持水平的下降有關(guān)。有研究表明，社會支持與學(xué)習(xí)倦怠呈顯著負相關(guān)（梁曉， 郭孝軍， 丁凌云， 2011; 于丹丹， 趙海楠， 2018）。大多數(shù)學(xué)者認為社會支持能緩解精神緊張狀態(tài)，提高社會適應(yīng)能力，有效降低大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平（李彩超等， 2014）。而依據(jù)我國大學(xué)生社會支持水平變遷的研究可知，近年來大學(xué)生社會支持水平呈逐年下降的趨勢（Xin & Xin， 2016），因此，這可以在一定程度上解釋大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平呈上升趨勢的結(jié)果，這也與上述宏觀層面上的社會支持對學(xué)習(xí)倦怠解釋的結(jié)果一致。

4.2?不同性別大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠的變化及差異

本研究對不同性別大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的變遷進行橫斷歷史的元分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，男生和女生的學(xué)習(xí)倦怠水平均隨年代呈顯著上升趨勢，但與男生相比，女生學(xué)習(xí)倦怠的上升趨勢更加明顯。這可能與我國傳統(tǒng)的文化教育觀念有一定關(guān)系（辛素飛， 劉麗君， 辛自強， 林崇德， 2018; 辛素飛， 王一鑫， 2019）。我國文化中通常對男生的期望要比女生更高，當(dāng)這種期望成為一種壓力時，男生就會感到一種難以應(yīng)對的耗竭感進而產(chǎn)生回避行為（溫穎， 2015; 周英華， 歐陽秋怡， 2016）。這可能會使男生的學(xué)習(xí)倦怠一直處于較高水平，導(dǎo)致其隨年代的變化趨勢不如女生明顯。另外，我們通過一般元分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，雖然男生比女生有著相對較高的學(xué)習(xí)倦怠水平，但學(xué)習(xí)倦怠得分的性別差異并不顯著（大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠總分性別差異的平均效果量低于小效應(yīng)），這與許多關(guān)于學(xué)習(xí)倦怠的研究結(jié)果（安桂花等， 2013; 李德寶， 袁橙， 2016; 劉正之等， 2016）是一致的。其原因可能是，隨著年齡的增長，女生在大學(xué)之后更傾向于有一個穩(wěn)定的家庭，其繼續(xù)成長的動力減弱、安于現(xiàn)狀，容易產(chǎn)生消極怠慢的心理趨向（連榕等， 2006; 汪利鴻， 2017），逐漸與男生的學(xué)習(xí)倦怠水平趨向一致，從而可能使得學(xué)習(xí)倦怠得分的性別差異不明顯。

4.3?本研究的局限性

雖然已經(jīng)得到了上述有價值的結(jié)果，但本研究也存在一些局限。由于地區(qū)、城鄉(xiāng)、是否為獨生子女以及不同層次高校等亞群體的文獻數(shù)量相對較少，本研究并未對這些不同亞群體的結(jié)果進行分析，可以待未來文獻數(shù)量充足時再對其進行更為深入詳盡的研究。另外，本研究的研究對象為本科大學(xué)生，不包括?？粕透呗毶热后w，為使結(jié)論更具穩(wěn)定性與可推廣性，今后的研究中可以選擇這些群體作為被試來檢驗本研究的結(jié)果。

5?結(jié)論

本研究采用橫斷歷史的元分析方法對我國大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平的研究發(fā)現(xiàn)：

（1）13年來，我國大學(xué)生的學(xué)習(xí)倦怠水平在逐年提高;

（2）家庭規(guī)模數(shù)的減少可能是預(yù)測大學(xué)生學(xué)習(xí)倦怠水平提高的重要因素;

（3）男生和女生的學(xué)習(xí)倦怠水平均隨年代呈上升趨勢，在學(xué)習(xí)倦怠得分上不存在顯著性別差異。

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